TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU ĐẾN KHẢ NĂNG
SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT
NAM TRONG BỐI CẢNH TÁI CƠ CẤU
PGS.TS. Nguyễn Hồng Sơn
Trường ĐH Kinh tế, ĐHQGHN, Trưởng nhóm nghiên cứu
TS. Trần Thị Thanh Tú, Trường ĐH Kinh tế, ĐHQGHN
TS. Đinh Xuân Cường, Trường ĐH Kinh tế, ĐHQGHN
TS. Lại Anh Ngọc, Trường ĐH Paris 1 Panthéon Sorbonne, Pháp
Ths. Phạm Bảo Khánh, Bảo hiểm Tiền gửi Việt Nam

Tóm tắt
Bài viết nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu đến khả năng sinh
lời của các ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam trong bối cảnh tái
cơ cấu. Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ tập trung vốn chủ sở hữu
và tỷ lệ sở hữu tư nhân có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời
của các NHTM. Trong khi đó, tỷ lệ nợ xấu có tác động tiêu cực đến khả
năng sinh lời của ngân hàng (NH). Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng
đồng nhất với các nghiên cứu trước (Nguyen, Tran & Pham, 2014) về
tác động cùng chiều của quản trị công ty đến khả năng sinh lời của các
NHTM. Các phát hiện về tác động của cấu trúc sở hữu và quản trị công
ty đến khả năng sinh lời của các NHTM ở Việt Nam trong nghiên cứu
này có nhiều tương đồng với các kết quả nghiên cứu của các tác giả nước
ngoài về tác động của cấu trúc sở hữu và quản trị công ty đến khả năng
sinh lời của các NHTM ở Kenya, Trung Quốc, Malaysia (Rokwaro,
2013, Wen, 2010, Kim và cộng sự). Từ các kết quả trên, một số gợi ý
chính sách đã được đưa ra, bao gồm: (i) Khuyến khích các cổ đông lớn
tham gia hội đồng quản trị (HĐQT) nhằm giảm mâu thuẫn lợi ích trong
các NHTM; (ii) Khuyến khích tăng cường sở hữu tư nhân trong các
NHTM nhằm tăng khả năng sinh lời;(iii) Thúc đẩy cải thiện quản trị
213


cụ thể: Đề án: “Cơ cấu lại hệ thống các tổ chức tín dụng giai đoạn 2011-2015”. http://
www.NHNN.gov.vn, trong bài viết này gọi là Đề án 254.
73Xem

214


được tính thanh khoản hệ thống, không để xảy ra đổ vỡ, tạo sự ổn định
trong ngành, từ đó, tạo điều kiện để ổn định kinh tế vĩ mô. Điều này thể
hiện nỗ lực và quyết tâm cao của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) trong
việc điều tiết thị trường tiền tệ và ngân hàng. Điểm sáng thứ hai trong
quá trình tái cơ cấu thể hiện ở việc đã kiểm soát được các NH yếu kém.
Trong số 9 NH thuộc diện kiểm soát đặc biệt thì đã có 8/9 NH đã xử lý
xong tái cơ cấu bằng cách sáp nhập hay tự tái cơ cấu. Điểm sáng thứ
ba là việc thành lập công ty mua bán nợ (VAMC) và tạo dựng các hành
lang pháp lý cho việc xử lý nợ xấu, tạo cơ sở cho việc đẩy nhanh tốc độ
xử lý nợ xấu ở các giai đoạn sau của tái cơ cấu. Trong bối cảnh nền kinh
tế vĩ mô có nhiều biến động phức tạp và bị ảnh hưởng nặng nề của sự
suy thoái kinh tế thế giới, những kết quả đạt được của quá trình tái cơ
cấu là rất đáng ghi nhận.
Tuy nhiên, 3 nhóm mục tiêu quan trọng nhất cuối cùng là mua bán,
sáp nhập các TCTD, tăng vốn điều lệ và xử lý nợ xấu, cơ cấu lại họat
động và quản trị mới chỉ được thực hiện ở mức độ hình thức. Các NH
sau sáp nhập chưa có biểu hiện hồi phục, tỷ lệ nợ xấu được xử lý còn
thấp, chủ yếu mang tính kỹ thuật chứ chưa giải quyết tận gốc rễ, quản trị
và minh bạch ngân hàng chưa được cải thiện rõ nét. Tóm lại theo đánh
giá của Ngân hàng Thế giới thì tiến độ còn chậm so với lộ trình đặt ra.
Điều này sẽ có nguy cơ ảnh hưởng đến chính các mục tiêu đặt ra ở giai
đoạn sau và chất lượng cải thiện của các NH sau tái cơ cấu.
Trong bối cảnh đó, nhằm đưa ra các luận cứ khoa học cho việc đẩy

kết quả hoạt động của các NH ở Trung Đông và Nam Phi.
Khái niệm quyền sở hữu hỗn hợp bao gồm các tỷ lệ sở hữu khác
nhau liên quan đến các đặc tính của cổ đông như: Tỷ lệ sở hữu nước
ngoài, tỷ lệ sở hữu tư nhân, tỷ lệ sở hữu nhà nước. Các hình thức sở
hữu này cũng được đề cập đến trong các nghiên cứu kể trên (Rokwaro,
2013, Wen, 2013, Anstoniadis, 2010, Peong, 2012).
Mối quan hệ tương tác giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt
động của doanh nghiệp đã và đang là chủ đề được thảo luận nhiều
trong các nghiên cứu gần đây về tài chính doanh nghiệp (Demsetz và
Villalonga, 2001; Bathala và Rao, 1995; Mitton, 2002; Nguyễn, 2005;
Vethanayagam và cộng sự, 2006; Kiruri, 2013; và nhiều tác giả khác).
Theo Morck và cộng sự (2005), sự khác nhau trong cấu trúc sở hữu dẫn
216


đến hai hệ quả cho QTCT. Một mặt, cổ đông lớn vừa có động cơ, lại vừa
có quyền lực để tạo ra các quy tắc quản lý. Mặt khác, quyền sở hữu tập
trung dễ dẫn đến việc phát sinh ra những vấn đề mới, do không có tương
quan lợi ích giữa việc giám sát và cổ đông thiểu số. Nói chung, quyền
sở hữu tập trung hay sở hữu hỗn hợp đều có những tác động đến sự
thay đổi trong khả năng sinh lời và năng suất lao động (Claessens and
Djankov, 1998). Nghiên cứu của Sun & Tong (2003) kết luận rằng sở
hữu nhà nước có tác động tiêu cực đến hiệu suất doanh nghiệp ở Trung
Quốc, trong khi đó sở hữu nước ngoài không thể hiện rõ ràng việc có
tác động tích cực hay không đối với hiệu suất của doanh nghiệp. Kết
quả nghiên cứu của Claessens và Djankov (1998) lại cho thấy sở hữu
bởi nhà đầu tư chiến lược nước ngoài có ảnh hưởng mạnh đến khả năng
sinh lời. Ngân hàng nước ngoài với quyền sở hữu đa số ở vùng vùng
Trung Đông và Bắc Phi (MENA) dường như có ảnh hưởng lớn đến hiệu
suất doanh nghiệp (Kobeissi, 2004).

tổ chức.
Trong khi những chứng cứ rõ ràng (về mối quan hệ giữa cấu trúc
sở hữu và hiệu quả hoạt động ngân hàng) có thể quan sát được được ở
các nước phát triển như Anh và Mỹ, thì rất ít bằng chứng cụ thể về mối
quan hệ này được tìm thấy ở các nền kinh tế đang phát triển hoặc đang
chyển đổi ở Trung và Đông Âu (Gedajlovic & Shapiro, 1998). Thực tế
cho thấy các nền kinh tế này được đặc trưng bởi quyền sở hữu gia đình
của các công ty niêm yết (Claessens và cộng sự, 2000). Và cũng có thể,
các thị trường mới nổi có những đặc điểm khác biệt như điều kiện chính
trị, kinh tế và thể chế khác nhau, dẫn đến những hạn chế trong việc áp
dụng các mô hình thực nghiệm của thị trường đã phát triển.
Ở những nước đang phát triển, Micco và cộng sự (2004) đã phát
hiện ra mối liên hệ mật thiết giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt
động của các NHTM. Nghiên cứu này cho thấy những ngân hàng cổ
phần vốn nhà nước có chỉ số sinh lời thấp hơn ngân hàng cổ phần vốn
tư nhân, ngoài ra những ngân hàng cổ phần có vốn sở hữu nước ngoài
là một yếu tố làm tăng chỉ số sinh lời. Kiruri (2013) nghiên cứu ảnh
hưởng cấu trúc sở hữu đến chỉ số sinh lời của các NHTM ở Kenya. Kết
quả nghiên cứu cho thấy vốn chủ sở hữu nước ngoài và vốn chủ sở hữu
trong nước có mối tương quan tích cực với chỉ số sinh lời ngân hàng.
218


Ngược lại, tỷ lệ sở hữu nhà nước có mối tương quan ngược chiều đến
chỉ số sinh lời ngân hàng.
Trong một nghiên cứu về ngành ngân hàng ở Hy Lạp, Antoniadis
và cộng sự (2010) quan sát thấy quyền sở hữu tập trung ở mức độ cao
tại các ngân hàng được nghiên cứu dẫn đến gia tăng khả năng sinh lời.
Kobeissi và Sun (2010) cũng tìm thấy sự ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu
đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Cụ thể, trong nghiên cứu này,

hữu trong nước và tỷ lệ sở hữu nhà nước. Kết quả nghiên cứu cho thấy
mức độ sở hữu lớn có tác động ngược chiều đến ROE, trong khi đó tỷ
lệ sở hữu nước ngoài tỷ lệ thuận với ROE. Đồng thời, tác giả cũng phát
hiện ra mối quan hệ thuận chiều giữa tỷ lệ sở hữu trong nước và khả
năng sinh lời của các NH ở Kenya. Ngược lại, sở hữu nhà nước có quan
hệ ngược chiều với khả năng sinh lời.
Nada Kobeissi (2012) đã nghiên cứu 249 NH ở 20 quốc gia Trung
Đông và Nam Phi trong 3 năm 2000-2002 với 567 quan sát về mối quan
hệ giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động của NH. Ông cũng sử
dụng ROA, ROE để đo lường kết quả hoạt động của NH và các biến sở
hữu tư nhân, sở hữu nước ngoài và sở hữu trong nước cùng một số biến
giả khác để đánh giá tác động đến ROA, ROE.
Antoniadis et al. (2010) đã nghiên cứu tác động của cấu trúc sở
hữu của đến khả năng sinh lời của NH Hy lạp. Đặc biệt họ đã phân tích
các NH niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Athens trong giai đoạn
2000-2004. Họ cũng đã sử dụng ROA, ROE để đo khả năng sinh lời của
NH và mức độ tập trung sở hữu của các NH niêm yết. Kết quả nghiên
cứu cho thấy có quan hệ tuyến tính đáng kể giữa mức độ tập trung sở
hữu và khả năng sinh lời của các NH niêm yết.
Về quản trị công ty trong ngân hàng và tác động của quản trị
công ty đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại.
Có nhiều định nghĩa khác nhau về quản trị công ty (QTCT). Theo
Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế (OECD, 2004) thì “QTCT là một hệ
thống trong đó công ty được chỉ đạo và kiểm soát”. Theo La Porta và
những cộng sự (2000), QTCT được xem như một tập hợp các cơ chế
trong đó các nhà đầu tư bên ngoài bảo vệ quyền lợi của bản thân mình
để chống lại các phát sinh từ xung đột lợi ích giữa nhà quản lý và cổ
đông. Pei Sai Fan (2004) cho rằng: “QTCT, cơ bản là việc đưa ra các
220


phá sản trong khủng hoảng tài chính và đặt ra câu hỏi liệu có một mối
liên hệ giữa QTCT - bao gồm: Hội đồng quản trị, quyền sở hữu (tập
221


trung), điều hành và kiểm soát nội bộ - với khả năng phá sản của NH.
Nghiên cứu này cho thấy rằng rất khó để thiết lập một mối liên hệ giữa
phá sản ngân hàng và QTCT, một phần bởi vì sự giải cứu của Chính phủ
(Mỹ) đã che giấu đi những vấn đề thực sự của các ngân hàng, và một
phần bởi vì có rất nhiều yếu tố khác dẫn đến phá sản ngân hàng. Tuy
nhiên, các tác giả cũng xác nhận rằng quản trị công ty yếu là yếu tố góp
phần dẫn đến khủng hoảng trong ngân hàng.
Kumar et Singh (2013) đã đánh giá các công trình nghiên cứu
trước đó về thất bại trong QTCT của các tổ chức tài chính trong cuộc
khủng hoảng toàn cầu. Nghiên cứu này nhấn mạnh rằng những yếu kém
trong quản trị rủi ro, cơ cấu của hội đồng quản trị, hệ thống tiền lương,
tính minh bạch, và việc công bố các thông tin đã dẫn tới phá sản doanh
nghiệp.
Đối với các ngân hàng thương mại Việt Nam, nghiên cứu của Trần,
Nguyễn và Phạm (2014) đã chỉ ra mối quan hệ thuận chiều giữa CGI chỉ số đánh giá năng lực quản trị công ty trong ngân hàng - tới kết quả
hoạt động của các NHTM Việt Nam, được đo lường bởi cả chỉ số tỷ suất
lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở
hữu (ROE).
Như vậy, có thể thấy, hầu hết các nghiên cứu được tổng quan về
tác động của cấu trúc sở hữu và quản trị công ty đến hiệu quả hoạt động
của các NH (được đo lường bằng chỉ số ROA và ROE) đều cho thấy
có mối quan hệ giữa các yếu tố này. Mặc dù mối quan hệ này có thể là
rõ nét hoặc chưa rõ nét, có thể cùng chiều hoặc ngược chiều ở các nền
kinh tế khác nhau, song kết quả kiểm chứng từ các mô hình nghiên cứu
thực nghiệm cho thấy hoàn toàn có thể vận dụng các mô hình và kết quả

a - hằng số,
€ - sai số.
Mô hình nghiên cứu trên sẽ được sử dụng để kiểm định các giả
thuyết nghiên cứu sau:
Giả thuyết 1: Mức độ tập trung vốn chủ sở hữu có ảnh hưởng
đến khả năng sinh lời của các NH Việt Nam.
223


Giả thuyết 2: Cấu trúc sở hữu - tỷ lệ sở hữu nước ngoài, trong
nước, tỷ lệ sở hữu tư nhân, nhà nước có ảnh hưởng đến khả năng
sinh lời của các NHTM Việt Nam.
Giả thuyết 3: Tỷ lệ nợ xấu có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời
của các NHTM Việt Nam.
Giả thuyết 4: Quản trị công ty trong NH có ảnh hưởng đến khả
năng sinh lời của các NH Việt Nam.
3.2. Thu thập và xử lý số liệu
Nguồn số liệu: Số liệu về sở hữu và số liệu tài chính được thu thập
từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, tài liệu công bố với cổ đông
của ngân hàng trước hoặc sau mỗi kỳ họp đại hội cổ đông thường kỳ
hoặc đột xuất của 40 ngân hàng trong 3 năm từ 2010 đến 2012. Trong
trường hợp các báo cáo này không cung cấp đầy đủ thông tin, nhóm tác
giả sử dụng báo cáo quản trị, bản cáo bạch hoặc từ Ủy ban chứng khoán
quốc gia (SSC), Sở giao dịch chứng khoán, một số công ty chứng khoán
lớn hoặc các trang thông tin chính thống về chứng khoán.
Cách tính số liệu:
Nhìn chung, việc lấy số liệu dựa vào việc kết hợp của nhiều báo
cáo công bố qua các kênh thông tin khác nhau để đảm bảo tính đầy đủ
và chính xác của số liệu.
X1 – Tỷ lệ sở hữu của 5 cổ đông lớn nhất của ngân hàng: Là tổng

tin thường không được cập nhật, chậm cập nhật hoặc khuyết thiếu thông
tin ở một vài năm. Tuy nhiên, nhóm tác giả đã sử dụng các công cụ xử
lý số liệu đối với các năm đó để đảm bảo tính nhất quán của bộ số liệu
mảng của 40 NHTM trong 3 năm từ 2010-2012.
3.3. Mô tả số liệu và thực trạng sở hữu ngân hàng

225


226

1.128

11.730

46.108

0.389

0.073

0.441

0.137

0.243

0.025

ROA


47.00

9.701

1.075

Median

0.122

0.975

0.958

1.000

0.920

0.979

69.00

57.629

4.950

Maximum

0.000


12.478

8.943

0.785

Std. Dev

Bảng 2. Mô tả thống kê

2.540

0.886

2.233

0.169

3.308

0.481

-0.739

1.922

2.125

Skewness


4.270

10.700

218.739

313.712

Jarque-Bera

102

102

102

102

102

102

102

102

102

Obs

trung bình trong 3 năm là 13,7% thấp hơn mức sở hữu trung bình của
tư nhân (24%). Tỷ lệ sở hữu nhà nước ở mức cao 90% tập trung tại các
ngân hàng thương mại nhà nước.
227


Qua bảng 2, có thể thấy giá trị trung bình của ROA của hệ thống
NHTM Việt Nam giai đoạn 2010-2012 khá thấp, chỉ đạt mức 1,12% so
với các nước trong khu vực Châu Á - Malaysia, Philipin và Indonesia
khoảng từ 1,5%-2,7% (Nguyễn Thị Minh Huệ, Trần Thị Thanh Tú,
2013). Tương tự như như ROA, chỉ số CGI trung bình là 46 điểm, dưới
mức trung bình (50/100). Điều này cho thấy hiệu quả sử dụng tài sản
và chất lượng quản trị trong ngân hàng còn kém. Giá trị trung bình của
ROE là 11,7% là khá thấp so với các nước trong khu vực – thấp hơn
Indonesia (25,9%), Malaysia (16%), và Phillipines (16,7%) (Nguyễn
Thị Minh Huệ, Trần Thị Thanh Tú, 2013).
3.4. Kết quả chạy mô hình
Trên một số các mô hình được đưa ra dưới đây, chúng tôi dùng
phương pháp loại biến bằng việc kiểm định các lỗi đa cộng tuyến hay tự
tương quan.74 Nếu không thấy có những lỗi này, những biến có hệ số hồi
quy không có giá trị thống kê sẽ bị loại. Sau đó, chúng tôi thử nghiệm
so sánh mô hình có những biến bị loại và mô hình không có biến bị loai
để xem việc loại biến có thể chấp nhận được hay không. Mô hình cuối
này sẽ được nghiên cứu đánh giá và phân tích.
Việc loại biến được làm như sau. Những biến có độ lệch tiêu chuẩn
lớn hơn (giá trị tuyệt đối của) hệ số thống kê được coi là không có giá
trị thông kê. Việc so sánh thử nghiệm mô hình sẽ được làm như sau. Giả
thiết H0 : b0 = b1 = … = bk = 0, hệ số thống kê:

F0 =

kê nên sau đó bị loại ra khỏi mô hình 1.
Từ hồi quy của mô hình 1 ban đầu và mô hình loại biến, giá trị của F0
được tính bằng 0.1135, giá trị này nhỏ hơn điểm giới hạn F(2,93) = 3.07
(với sai số là 5%). Điều này cho thấy việc loại những biến không có giá
trị thống kê là đúng. Ngoài ra, có thể thấy, các chỉ số đều có giá trị thống
kê trong mô hình 2 - đã loại biến CGI và X4 - tỷ lệ sở hữu nhà nước.
Mô hình 2 cho thấy cấu trúc sở hữu và tỷ lệ nợ xấu có thể giải thích
được 18,4% khả năng sinh lời trên tổng tài sản của các NHTM ở Việt
Nam. Trong đó, các biến có tác động cùng chiều đến ROA là mức độ
tập trung vốn vào 5 cổ đông lớn nhất và tỷ lệ sở hữu tư nhân. Ngược lại,
các biến có tác động ngược chiều đến ROA là tỷ lệ sở hữu nước ngoài,
tỷ lệ sở hữu trong nước và tỷ lệ nợ xấu.
Kết quả chạy mô hình 3 cho thấy khi loại NPL ra, mức độ giải thích
khả năng sinh lời - ROA của mô hình giảm xuống còn 15%, các biến X1
và X5 có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời trong khi đó, tỷ lệ
sở hữu nước ngoài và sở hữu trong nước là ngược lại. Tỷ lệ sở hữu nhà
nước gần như không có tác động đến khả năng sinh lời, với hệ số hồi
quy không có giá trị thống kê. Để phục vụ cho việc đánh giá phân tích
việc loại biến đã không được dùng trong mô hình này.
229


Tuy nhiên, trong mô hình 4 phân tích tác động của cấu trúc sở hữu
đến khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu các biến mức độ tập trung sở
hữu, tỷ lệ sở hữu nhà nước, tỷ lệ sở hữu tư nhân, tỷ lệ sở hữu nước ngoài
không có ý nghĩa thống kê, nên sẽ bị loại ra khỏi mô hình. Hồi quy được
làm lại trên mô hình 5 dưới đây.
Mô hình 5, phân tích tác động của cấu trúc sở hữu đến khả năng
sinh lời trên vốn chủ sở hữu, đã loại các biến không có ý nghĩa thống
kê (chỉ còn biến CGI, NPL và tỷ lệ sở hữu trong nước) có giá trị giải

người điều hành sẽ không có. Do vậy, Hội đồng quản trị có quyền ảnh
hưởng lớn đến các quyết định kinh doanh của NH, đảm bảo theo đuổi
mục tiêu tăng lợi nhuận. Tại các NHTM Việt Nam, cho dù là cổ đông
nhà nước hay tư nhân, việc khuyến khích các cổ đông lớn tham gia
HĐQT sẽ làm tăng khả năng sinh lợi trên tổng tài sản của các NH. Điều
này cũng hoàn toàn phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của
Rokwaro (2013) và Wen (2010) khi phân tích tác động của cấu trúc sở
hữu lên khả năng sinh lời của các NH ở Kenya và Trung Quốc. Tương
tự như ROA, khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) của các
NHTM Việt Nam cũng bị ảnh hưởng mạnh bởi mức độ tập trung vốn
chủ sở hữu. Đặc biệt, khi mô hình hồi qui bao gồm 3 biến độc lập là tỷ lệ
sở hữu tư nhân, tỷ lệ nợ xấu và năng lực quản trị công ty của các NH đã
có khả năng giải thích đến hơn 70% sự thay đổi của ROE. Điều này cho
thấy, trong bối cảnh tái cơ cấu các ngân hàng thương mại ở Việt Nam
hiện nay, năng lực quản trị công ty bao gồm các cấu phần về vai trò của
HĐQT, vai trò của cổ đông và minh bạch (Nguyen, Tran & Pham, 2014)
có tác động tích cực đến khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu của các
NHTM Việt Nam. Trong khi đó, tỷ lệ nợ xấu có tác động tiêu cực đến
khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu của các NH.
Trong cả hai mô hình đo lường biến phụ thuộc là ROA hay ROE,
tỷ lệ nợ xấu đều có ý nghĩa thống kê và đều có quan hệ ngược chiều đến
khả năng sinh lời của NH. Điều này cho thấy, trong giai đoạn tái cơ cấu,
xử lý nợ xấu có vai trò quan trọng trong việc cải thiện khả năng sinh lời
của các NHTM Việt Nam.
Tỷ lệ sở hữu tư nhân trong cả hai mô hình đo lường biến phụ thuộc
là ROA hay ROE, đều có quan hệ cùng chiều với khả năng sinh lời. Kết
quả này cho thấy, việc gia tăng tỷ lệ sở hữu tư nhân thông qua cổ phần
231



rằng chỉ số CGI - quản trị công ty có quan hệ cùng chiều với khả năng
232


sinh lời của các NHTM Việt Nam. Việc cải thiện chỉ số CGI của các
NHTM theo hướng chuẩn quốc tế sẽ giúp các NHTM Việt Nam tiệm
cần dần với các thông lệ và qui định quốc tế về minh bạch và công khai
hóa thông tin, tăng cường vai trò độc lập của ban kiểm soát, tách bạch
giữa quyền quản lý và quyền sở hữu. Do đó, việc cải thiện năng lực
quản trị công ty trong NH, về dài hạn sẽ giúp các NH phát triển một
cách lành mạnh và sinh lợi.
Ba là, mặc dù tỷ lệ nợ xấu chưa được tính toán lại một cách chính
xác và đầy đủ song nghiên cứu này cũng đã khẳng định vai trò của xử
lý nợ xấu đến lành mạnh hóa hoạt động của hệ thống NHTM Việt Nam
trong giai đoạn tái cơ cấu hiện nay. Rõ ràng, xu hướng ngày càng gia
tăng tỷ lệ nợ xấu sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lời của các
NH, thông qua việc gia tăng chi phí trích lập dự phòng và xóa nợ. Vấn
đề đặt ra đối với hệ thống NHTM lúc này không chỉ là xác định chính
xác nợ xấu là bao nhiêu mà chính là giải quyết nợ xấu như thế nào. Do
đó, các cơ quan quản lý nhà nước cần nghiên cứu đầy đủ, toàn diện, đa
dạng các kinh nghiệm giải quyết nợ xấu của các nước trong khu vực
trong quá trình tái cơ cấu (Nguyễn Hồng Sơn, 2013) để tăng cường hiệu
quả xử lý nợ xấu của Việt Nam trong giai đoạn tái cơ cấu.
Tóm lại, bài viết nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu trong
ngân hàng đến khả năng sinh lời của các NHTM Việt Nam trong bối
cảnh tái cơ. Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ tập trung vốn chủ sở
hữu và tỷ lệ sở hữu tư nhân có tác động cùng chiều đến khả năng sinh
lời. Trong khi đó, tỷ lệ nợ xấu có tác động tiêu cực đến khả năng sinh
lời của NH. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng đồng nhất với các nghiên
cứu trước (Nguyen, Tran & Pham, 2014) về tác động cùng chiều của

-----------------------------------------------------------------------------roa | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------cgi | .0034534 .0073592 0.47 0.640 -.0111584 .0180653
x1oc | .7112891 .4069694 1.75 0.084 -.0967582 1.519336
x2fo | -1.286925 .6409971 -2.01 0.048 -2.55964 -.0142101
x3do | -.4014745 .2055522 -1.95 0.054 -.8096032 .0066542
234


x4so | -.0740603 .4218908 -0.18 0.861 -.9117343 .7636138
x5po | 1.098114 .4063929 2.70 0.008 .2912111 1.905016
npls | -7.622069 4.039752 -1.89 0.062 -15.64309 .3989528
_cons | .8986673 .3210702 2.80 0.006 .261175 1.53616
-----------------------------------------------------------------------------Mô hình 2. Hồi qui đánh giá tác động của cấu trúc sở hữu đến
ROA, nhưng đã loại CGI và X4
Source | SS df MS Number of obs = 102
-------------+------------------------------ F( 5, 96) = 4.35
Model | 11.5068744 5 2.30137488 Prob > F = 0.0013
Residual | 50.775108 96 .528907375 R-squared = 0.1848
-------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.1423
Total | 62.2819824 101 .616653291 Root MSE = .72726
-----------------------------------------------------------------------------roa | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------x1oc | .7463618 .295198 2.53 0.013 .1603985 1.332325
x2fo | -1.302049 .6289176 -2.07 0.041 -2.550441 -.0536579
x3do | -.4047031 .203404 -1.99 0.049 -.8084569 -.0009493
x5po | 1.169118 .3671747 3.18 0.002 .4402818 1.897954
npls | -7.737235 3.963797 -1.95 0.054 -15.60531 .1308388
_cons | 1.022274 .1835967 5.57 0.000 .6578377 1.386711
Mô hình 3. Mô hình hồi qui đánh giá tác động của cấu trúc sở
hữu đến ROA, nhưng không bao gồm NPL trong biến độc lập
Source | SS df MS Number of obs = 102



x3do | -3.221723 2.259088 -1.43 0.157 -7.707195 1.263749
x4so | 2.921776 4.636723 0.63 0.530 -6.284545 12.1281
x5po | 5.042173 4.466395 1.13 0.262 -3.825959 13.91031
npls | -98.30007 44.39824 -2.21 0.029 -186.4538 -10.14633
_cons | 3.195457 3.52867 0.91 0.367 -3.810799 10.20171
-----------------------------------------------------------------------------Mô hình 5. Phân tích tác động của cấu trúc sở hữu đến khả
năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu, đã loại các biến không có ý nghĩa
thống kê
Source | SS df MS Number of obs = 102
-------------+------------------------------ F( 3, 99) = 81.60
Model | 15744.8585 3 5248.28618 Prob > F = 0.0000
Residual | 6367.53789 99 64.3185645 R-squared = 0.7120
-------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.7033
Total | 22112.3964 102 216.7882 Root MSE = 8.0199
-----------------------------------------------------------------------------roe | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------cgi | .3179871 .0303246 10.49 0.000 .2578165 .3781578
x3do | -1.854089 1.820458 -1.02 0.311 -5.466272 1.758093
npls | -87.09275 39.60774 -2.20 0.030 -165.6831 -8.502394
-----------------------------------------------------------------------------Mô hình 6. Phân tích tác động của cấu trúc sở hữu đến ROE,
nhưng không bao gồm NPL trong biến độc lập
Source | SS df MS Number of obs = 102
-------------+------------------------------ F( 6, 95) = 4.04
Model | 1641.37504 6 273.562507 Prob > F = 0.0012
Residual | 6437.11061 95 67.759059 R-squared = 0.2032
237